互联网赋能农村居民家庭消费结构升级研究——基于CSS 2019 数据的实证分析

赵世龙，杨建辉，康程琳

（山东农业大学经济管理学院，山东 泰安 271018）

近年来，中国消费不足、储蓄过高的现象引起了外界对中国需求结构失衡现象的诸多质疑［1］。加之新冠肺炎疫情引致的投资、消费能力下降，对经济发展影响巨大［2］。基于扩大内需和刺激消费在畅通内循环与培育壮大国内市场作用的基础性，以及在拉动经济增长中的首位性［3］，消费结构升级问题，尤其是农村居民消费结构升级问题，再次成为关注重点。“十四五”规划也明确提出“要完善城乡融合消费网络，扩大电子商务进农村覆盖面，改善县域消费环境，推动农村消费梯次升级”。尽管中国农村人口占总人口比重达36.11%，由于特有的城乡二元经济社会结构，造成农村消费需求和消费水平不足，对实现经济社会高质量发展、城乡融合发展的美好愿景没有形成有力支撑。

2020 年，全国农村居民人均消费支出13 713元，同比增长2.9%，而城镇居民人均消费支出则降低了3.8%。近年来，农村消费对GDP 的贡献水平一直维持在8%左右，而城镇消费贡献却高达30%，可见未来消费的最大潜力在农村。现代信息技术的日新月异与移动设备的广泛普及，促使中国数字交易规模迅速扩大，支付模式向多角化、智能化方向发展，对消费结构升级来了全局性和革命性的影响［4］。截至2021 年6 月，农村地区互联网普及率达59.2%，较2020 年12 月提高了3.3%，农村网民规模数量同样高达2.97 亿人。在新发展格局背景下，基于微观视角研究互联网使用助推农村居民消费扩容升级的动力机制对缩小城乡差距、实现共同富裕具有重要借鉴。

1 文献综述

随着互联网的普及，人们的消费行为对互联网的依赖性变大，越来越多的消费者从集市、商店等传统消费场所走向网络［5］。互联网消费方式对线下消费方式具有明显的替代效应，激发了消费潜力［6］。方福前等［7］运用省级面板数据论证得出电商与居民消费之间呈“U”型关系，电商的发展促进了消费，但电商发展早期是对传统市场的替代，中后期才能够创造出新市场。根据麦肯锡研究报告，互联网消费每增加1 元，约有0.4 元为新增消费，余下的0.6 元则取代了线下消费。但也有学者提出了不同观点，张继海等［8］基于CHFS 2017 年度数据的实证分析，得出网购对线下消费具有明显促进作用的结论，并且认为不会产生挤出效应。尽管研究结论相对分散，但互联网对消费具有明显促进作用方面，各研究成果的结论一致。当前有关互联网与农村居民消费的关系是学者研究的热点，主要概括为以下3 个方面。

第一，互联网与农村消费方式关系的研究。互联网能够催生新的消费方式，拓宽新的消费市场［9，10］。随着互联网的普及，线上消费逐渐成为互联网经济时期居民重要的消费途径之一［11］。张磊等［12］采用结构方程模型探究了互联网使用下的农村居民的消费方式。结果表明，农户实体购买的态度显著负向作用其网上消费，网购的态度显著正向影响其网上消费，且远大于实体购买态度的负向影响。汪亚楠等［13］通过对2001—2019 年省级面板数据实证检验数字乡村与农村居民网购关系发现，实施数字乡村发展战略能够显著促进农村居民消费方式多元化，提升农村居民网购水平。互联网机遇和数字乡村建设引致的信息红利对于丰富农村居民消费方式具有巨大的影响。不过，目前农村居民使用线上支付的频率与次数与城市居民相比有很大差距，消费方式单一、现金支付比重高、结算手段陈旧等问题在农村地区仍旧突出［14］。

第二，互联网与农村居民消费水平关系的研究。互联网的使用能够打破农村居民传统落后的消费习惯，推动消费方式变革和消费观念转变，对充分挖掘消费潜力和消费水平的提高具有积极作用［15］。互联网能够给农村居民带来“就业效应”［16］和“收入效应”［17］，从而促使消费能力的提高。彭明生［18］则指出，互联网金融的创新发展有助于提高现阶段农村居民的消费倾向，从而激发消费需求、扩大内需。周应恒等［19］基于农村居民互联网使用情况与群体内部差异角度，论证得出互联网使用可以显著提高60岁以下农村居民的消费水平，老年群体对生存型消费倾向高，而农村中青年群体对于发展型与享受型消费表现出更强的消费倾向。同时，消费技术的变动也会对不同区域农村居民的消费水平产生不同的驱动作用。掌握互联网技能的农村居民，消费水平正向效应更强，其中，能够有效改善东部的消费结构，释放中部、东北部和西部地区农村居民的消费潜力，提高消费水平［20］。

第三，互联网与农村居民消费结构关系的研究。随着“互联网+”战略的深入推进，互联网已成为助力农村居民消费结构扩容升级的重要推动力［21］。互联网的普及能够驱动农村居民家庭消费结构由传统型向发展型与享受型转变，即助力农村居民家庭消费结构升级［22］。互联网使用能够从需求端和供给端影响农村居民的消费结构。从需求端来看，互联网能够更新消费观念，拓宽农村居民的消费渠道、消费空间和消费时间，促进消费结构优化升级［23，24］。从供给端来看，数字技术能够引起农村产业结构变革和公共服务供给创新，使得农村居民能够享受到高质量商品和服务，从而促进消费结构升级［25］。贺达等［26］利用CFPS 2016 年度数据实证得出，使用互联网能够显著促进农村青年群体消费水平提高和消费结构升级，与女性相比，对男性的生存类消费具有更明显的提高。向玉冰［27］利用AIDS 模型和省级面板数据进行实证分析，指出整体上使用互联网可以助力居民消费结构升级，但对农村居民的促进效应相对较弱。消费结构升级上的城乡差异，说明当前互联网在农村消费端的推动上存在不足，驱动机制有待挖掘。

综上所述，目前学者的研究尽管已经对互联网与消费方式、消费水平和消费结构等方面的关系进行了研探，也得出了一些建设性较强的建议，但主要集中在互联网与居民消费水平上，对农村居民家庭消费结构升级的研究相对较少，基于个体农户视角的研究仍有待深入；同时，对农村消费结构升级的驱动机制研究相对缺乏，在方法上也缺少对选择性偏差问题的纠正。

2 数据与变量

2.1 数据来源

本研究所用样本数据源于中国社会状况综合调查2019 年度数据（CSS 2019）。此项调查由中国社会科学院社会学研究所发起，是一项涉及国内公众就业、工作、生活状况以及社会态度等方面的大规模连续性抽样调查项目，旨在为政府决策和社会科学研究提供中国转型期间社会变迁的数据信息。CSS 2019 年度数据调查区域覆盖30 个省、151 个市（县）、604 个村（居）委会。本研究主要探析互联网使用与农村居民家庭消费结构升级的关系，因此选取农村户籍样本数据。为保证回归结果的可靠和稳健，对含有极端值与关键变量缺失值的样本进行剔除，最终获得4 252 份受访者的样本数据。

2.2 样本选择

基于相关研究经验［28］，对CSS 2019 问卷中14 项消费支出进行分类，将人们生存所必需的支出定义为生存型消费，有衣着、食品以及居住支出，将其他支出定义为发展型和享受型消费。本研究被解释变量为农村居民家庭消费结构，以农村居民家庭发展型与享受型消费支出占总支出的比重来表示。

针对现有文献对互联网使用的衡量方式仅考虑户主是否使用互联网，衡量方式单一。本研究核心解释变量为农村居民家庭互联网实际通达率（是否使用互联网），数据显示，使用互联网的受访者家庭有2 861 户，占比67.29%；不使用互联网的农村家庭有1 391 户，占样本总量的32.71%。

控制变量从家庭、个人和地域3 个层面考察。其中，家庭方面包括家庭人口数、家庭人均收入、家庭人均收入的平方、孩子理想数量、自住房以及收支情况；个人方面包括年龄、年龄平方、性别、超前消费观念、受教育程度、工作状况和婚姻情况；地域方面以虚拟变量的形式进行控制。表1 为模型主要变量及描述性统计。

表1 样本的描述性统计

3 模型分析

3.1 基准回归

使用普通的OLS 回归模型估计互联网使用对农村居民家庭消费结构的影响，模型具体如下：

式中，constri表示第i位农村居民家庭的消费结构情况，interi表示第i位农村居民家庭是否使用互联网，若家庭至少有1 人使用互联网则为1，反之则为0。α、β、γ、δ分别为相应变量的回归系数，Xi表示一系列的控制变量，areai表示地区虚拟变量，εi表示随机误差项。本研究运用逐步回归的方式，模型（1）仅纳入核心变量；模型（2）将人均收入和消费观念纳入；模型（3）将其他控制变量纳入；模型（4）进一步控制地区虚拟变量。

模型（4）结果显示，使用互联网的农村居民家庭比不使用互联网的农村居民家庭的发展型与享受型支出占总支出比高2.4 个百分点。以上4 种模型回归结果（表2）均表明，使用互联网能够有效释放农村居民消费潜力，显著促进农村居民家庭消费结构扩容升级。

表2 互联网使用对消费结构回归结果

在控制变量方面，农村居民的超前消费观念对消费结构扩容升级具有正向效应，这说明转变传统消费观念对刺激消费、扩大内需具有重要支撑。农村居民家庭人均收入与消费结构呈“U”型关系，即发展型与享受型支出占比随着农村居民收入的提高先下降后上升。受教育程度在5%水平上显著，说明受教育水平越高的农村居民越重视发展型与享受型消费。家庭人口数、工作情况和住房状况都对农村居民家庭消费结构升级呈正向关系，这表明在工作和住房的保障作用下，家庭人口数越多，消费需求越多样化，文教娱乐支出就越多。此外，家庭孩子理想数量的回归系数为负，表明家庭孩子理想数量对农村居民家庭消费结构升级具有挤出效应，即随着孩子数量的增加，农村居民家庭消费结构会出现消费降级。2019 年农村居民家庭孩子理想数为2.13，相比2017 年农村家庭孩子理想数的2.02［29］，农村居民生育意向有所上升，但抚养孩童会使家庭承受更大的经济压力［30］，因此会对消费结构升级产生挤出效应。年龄及性别对农村居民家庭消费结构升级没有显著影响，可能是潜在内生性或选择性偏误造成的。

3.2 工具变量回归

基准回归结果表明，使用互联网能够有效地激发农村居民的消费欲望，推动农村居民家庭消费结构扩容升级，但可能存在内生性问题，会导致估计系数与实际有误。第一，可能遗漏了某些重要解释变量。可能“互联网使用”与农村居民某些无法观察的特性有关，例如当消费者作出消费决策时容易受到个人性格的影响，而个人性格这一变量却难以衡量。第二，可能存在反向因果关系。即高消费层次的农村居民收入渠道广、水平高，上网的可能性要高于低消费层次的农村居民。针对以上问题，本研究借鉴李旭洋等［31］的研究方法，将“农村家庭成员对互联网的重视程度（imp）”作为“互联网使用”的工具变量。在相关性方面，农村居民对互联网的重视程度与其互联网使用情况有密切关系。人们对互联网使用的重视程度越高，在日常生活中购买上网设备的可能性就会越大。在外生性方面，农村居民家庭成员对互联网的重视程度并不会直接影响居民的消费结构，而往往通过互联网使用这一途径影响消费结构。基于此，“农村居民家庭成员对互联网的重视程度”符合工具变量相关性和内生性的要求。

以下利用二阶段最小二乘法进行回归。由表3可知，Cragg-Donald Wald F statistic也远大于10%偏误下的临界值16.38，即“互联网使用”非弱工具变量。DWH检验的P为0.012，在5%的水平上拒绝外生性假设，即“互联网使用”是内生变量。

工具变量回归结果（表3）同样表明，农村居民家庭成员使用互联网能够有效地推动消费结构扩容升级。以模型（8）回归结果为例，使用互联网的农村居民家庭比不使用互联网的农村居民家庭的发展型与享受型支出占总支出比重明显提高6.6 个百分点。使用互联网对农村居民家庭消费结构的逐步回归系数均高于对应的基准回归系数。其中模型（8）的系数是模型（4）的2.74 倍，说明内生性对回归结果具有一定的影响，不过两次回归控制变量的回归系数并没有太大差距。总体来看，无论采用何种模型回归，互联网使用在1%水平上都能够显著释放农村居民的消费潜力，助力消费结构扩容升级。

表3 工具变量回归结果

3.3 稳健性检验

在实际分析过程中，农村居民家庭成员是否使用互联网不一定满足随机抽样的条件，可能存在选择性偏误问题。为此，利用倾向得分匹配法构建反事实框架对其加以修正。同时，为保证回归结果的可靠性与稳定性，利用最近邻匹配、核匹配和半径匹配等多种匹配方法进行稳健性检验。

由PSM 方法的ATT结果（表4）可知，无论采取何种匹配方法进行检验，互联网使用都对农村居民家庭消费结构扩容升级具有显著正向效应。虽然不同的匹配方法获得的数值和显著性水平存在差异，不过仍与上述回归结果无异。

表4 不同倾向得分匹配结果

4 异质性分析

上述回归分析仅从平均意义视角论证得出农村居民家庭使用互联网对消费结构扩容升级具有显著正向效应，但尚未考虑农村消费群体的内部差异性。为探讨互联网使用对不同消费层次的农村居民家庭消费结构具有何种影响，本研究利用分位数回归法进行研究。

与传统的条件均值回归相比，分位数回归不仅描述被解释变量的均值，还能够全方位地分析被解释变量条件分布的整体情况。此外，其估计结果对离群值则表现的更加稳健，能够捕捉到分布的尾部特征［32］。具体方程如下：

式中，Qq(constri|interi,Xi,areai)为constri的q条件分位数，αq、βq、γq、δq分别为不同分位点上的回归系数，εi表示模型的随机误差项。具体回归结果如表5所示。

由表5 可知，整体而言，在10%的水平下，使用互联网能够助推农村居民家庭消费结构扩容升级，与上述回归结果无异。然而，互联网使用对农村居民家庭消费结构的影响具有明显的异质性。具体来看，10%分位数时，农村居民家庭使用互联网对消费结构的回归系数是0.038；从30%分位数至90%分位数，其回归系数不断下降；在90%的分位点上，回归系数则下降为0.016。结果表明，随着农村居民家庭发展型与享受型支出占总支出比重的上升，互联网使用对其消费结构优化的作用不断减弱。为直观地反映出互联网使用对不同消费结构下农村居民家庭消费的影响，本研究进行全分位点回归。

表5 分位数回归结果

横轴为消费结构的分位点；纵轴代表互联网使用对消费结构的边际贡献率；实线为分位数回归系数；上下两条虚线之间代表置信区间（为5%）；中间虚线代表均值回归结果（图1）。由图1 可知，互联网使用对消费结构的边际贡献率总体呈波动式下降态势，即随着分位点的增加，其解释力度总体波动下降。具体而言，回归系数在35%分位点前呈“U”形趋势，即互联网使用对消费结构扩容升级的边际贡献率先下降再上升。此后，回归系数总体呈波动式下降趋势，并在75%分位点时有小幅度上升，但在80%分位点之后，互联网使用的边际贡献率不断减弱。以上结果与表5 基本保持一致，充分说明互联网使用对农村居民家庭消费结构升级具有显著正向效应，但整体上呈弱化趋势，此正向效应在农村居民中低消费家庭尤其明显。可能的原因是：首先，处在消费结构低分位点的农村家庭一般为低收入家庭，由于网络商品的多样、价格的低廉及快递业的发达，可以有效降低“搜寻成本”，这种成本往往对低收入家庭更加重要，也造成低收入家庭对网络购物这种消费方式的青睐。其次，高消费农村家庭对高档品与新产品的消费意愿和消费能力更强烈，对产品质量和售后服务有更高的要求和偏好，因而对“搜寻成本”的接受程度更高。

图1 互联网使用的全分位数回归结果

5 小结与建议

本研究基于CSS2019 年度数据，运用基准回归模型，系统探析了互联网使用对农村居民家庭消费结构扩容升级的作用机制。并利用工具变量法、倾向得分匹配法和分位数回归分别检验了模型的内生性、稳健性以及异质性。结果表明，使用互联网的农村家庭的发展型与享受型支出占总支出比重相较于不使用互联网的农村家庭显著高2.4 个百分点，说明使用互联网能够显著助力消费结构扩容升级。基准模型中的确存在遗漏重要变量和互为因果等内生性问题，利用工具变量法进行矫正，依旧得出相同的结论。分位数回归表明，随着农村居民消费层次的升高，互联网使用对农村居民家庭消费结构升级的积极作用总体呈波动式下降趋势。除此之外，家庭人均收入、现代消费观念、住房以及工作情况对农村居民家庭消费结构升级具有显著正向效应。不过农村家庭孩子理想数量对农村居民家庭消费结构升级会产生挤出效应。基于此，提出以下政策建议。

1）加强农村地区互联网基础设施建设，提高互联网普及率。不仅要促使互联网观念、互联网知识深入农村居民心中，还要拓宽农村居民消费渠道，缩小城乡数字鸿沟，提高农村居民对互联网信息接收与获取能力。

2）更新农村居民传统落后的消费观念。引导树立现代消费观念，尤其是网络消费观念，从而逐步破解低消费高储蓄的传统观念、夸张的人情消费和非科学的消费现象。

3）破解农村居民消费不足，需要提高收入水平。要帮助农民拓宽收入渠道，寻找新的收入增长点，增加财产性收入。此外，还要加大农业要素投入，稳固农业生产，实现农产品高质化和品牌化，推动农村一、二、三产业融合发展。

4）完善农村地区社会保障体系，稳定和改善农民消费预期。不仅要继续加强乡村教育扶持力度，促使教育资源下沉，还要推进医保补贴力度升级和保险范围扩大，以便减轻农村居民教育及看病负担。

5）着重改善和优化农村互联网环境，加强网络消费环境的监管力度。由于互联网信息传播的隐匿性，使之成为黄赌毒和网络诈骗的重灾区，这也严重打击了农村居民特别是农村中老年居民使用互联网的积极性使得消费需求得不到充分发挥。需要加强网络立法，严格执法，有效保障民众合法权益，为农村居民网络消费保驾护航。